ESG信息披露、并購特征與超額商譽的影響研究

劉會洪,張哲源

(湖南工業大學 經濟與貿易學院,湖南 株洲 412007)

黨的二十大進一步強調了五位一體,要求不斷推進強綠色可持續發展[1]。十四五規劃中提出構建新發展階段經濟發展新格局,不斷提升我國應對各種風險挑戰的能力[2]。如今,社會各界都開始重視可持續發展的問題[3]。ESG逐漸成為評價企業可持續發展能力的核心理念,受到資本市場各界的重視。并且資本市場各方對ESG信息披露的需求直線上升,企業ESG信息披露關乎企業未來發展[4],已經成為評價企業價值的重要指標[5]。

自從2014年國家政策為并購“松綁”,高額商譽亂象層出不窮,尤其是最近這幾年商譽暴雷現象層出不窮,資本市場的商譽機制需要得到治理。研究發現,并購行為帶來的超額商譽容易造成公司資金鏈緊張以及引起相關利益者的負面評價[6];超額商譽加劇了企業經營風險和信息不透明程度以及管理層的機會主義行為。超額商譽的影響因素如下:從公司治理視角,內部治理緩解超額商譽;從外部監督治理效應分析,會計師事務所提供的審計質量越好,對緩解超額商譽的負向影響越明顯;交易所的網絡互動平臺也能降低企業并購交易產生的超額商譽,也就是社會對企業的時刻關注和互動對超額商譽產生抑制作用[7]。關于ESG與企業超額商譽的研究,國內還處于空白階段,國外處于起步階段。國外學者通過對瑞典上市公司ESG與商譽的關系研究,認為ESG越好,越能抑制商譽,進而抑制超額商譽的形成[8]。同樣有學者也認為ESG對企業商譽形成起到抑制作用[9]。負作用主要是違背了股東財富最大化理論,因為ESG信息披露的提升需要企業需要將部分資金投向環境、社會責任和治理等方面,這將導致股東的利益受損,并且加劇了經營者的經營壓力。積極作用是企業獲得了良好的聲譽,并且公司內部治理體系得到完善。那么,環境可以為社會做出貢獻,在一定程度上緩解信息不對稱,促進與外部利益相關的利益。ESG是一種高回報低風險的活動[10]。ESG所帶來的價值是潛移默化的,會逐漸滲透到企業各方面[11]。企業的ESG信息披露影響企業的利益相關者關系、生產運營和內部治理,ESG信息披露越好,企業獲得的回報更高[12]。ESG信息披露可以促進企業創新,穩定公司股價[13]。

關于ESG信息披露與并購影響的調查報告,買家在對目標企業進行盡職調查時會考慮到其聲譽。如果收購一家對ESG有害的企業,利益相關者精心建立的ESG公眾形象可能會輕易崩塌。買方在ESG方面的任何過失隨時可能被非政府組織和其他組織發現。由咨詢公司Baker Tilly和Acuris進行的一項調查數據顯示,65%的交易商表示ESG在考慮投資和并購時非常重要,60%的交易商表示,當潛在目標不符合標準時,他們會放棄投資。52%的人表示ESG投資策略對整體投資回報有幫助。另外,由貝克·麥堅時國際律師事務所最新發布的一份報告顯示,接受調查的800位亞太地區企業領袖中,有近半數(46%)受訪者表示,他們比疫情前更加重視可持續發展問題。此外,有90%的受訪者表示,ESG是企業在考慮收購等投資活動時討論的必經環節之一。這也說明了,企業在進行投資或收并購活動時,標的企業的ESG信息披露已成為考察的重要指標。最后是關于并購與超額商譽的關系研究,這項研究已經非常成熟了,再加上商譽的主要形成就是來自于并購,所以頻繁的并購和高溢價金額并購都會導致超額商譽的形成。

綜上所述,從上述ESG的相關文獻可以看出,ESG對公司的作用是全方面的,一定程度上可以起到抑制超額商譽的形成。大部分文獻都是關于ESG與企業價值和績效的關系。本文的創新點是探究ESG信息披露對超額商譽之間的影響,豐富ESG和超額商譽相關領域的文獻和研究。同時探究并購特征是起到促進效應還是遮掩效應。探究三者之間的關系,同時進行異質性檢驗和調節效應測試,進一步為ESG學術相關領域提供經驗和參考。

1 研究假設

企業ESG活動的實現使得內外部利益相關的利益得到保障,使得更多的投資者關注企業的ESG報告,這緩解了亂并購現象,抑制了超額商譽的形成。在社會責任方面,企業在保證企業正常穩定的運營前提下,履行了該有的社會責任,不僅促進了社會發展,還為企業樹立了良好的形象,然而超額商譽的形成勢必損害資本社會的健康發展,所以當企業履行好社會責任,一定程度上減少超額商譽。其次是環境責任方面,企業在經營產品對環境所造成的污染,能夠及時地進行處理,雖然需要花資金進行處理,但是可以促進環境的可持續發展,并且履行環境責任同樣可以給企業帶來效益,比如政府出臺的關于環境治理相關的政策,進一步加強了企業環境責任的履行,加強了公司的整體實力,當公司實力向上穩定發展,進一步減少并購商譽。最后就是公司治理方面,當公司內部結構井然有序,權利相互制衡,沒有權利重疊的現象,進一步減少了公司內部出現權力濫用和操控公司運作的現象,也間接地促進了超額商譽的降低。因此,本文提出以下研究假設:

假設1:企業ESG信息披露對企業超額商譽具有抑制作用。

ESG和并購都是企業進一步發展的重要因素。企業并購特征可以一定程度表明企業的戰略行為和實力,小公司即使是沒有頻繁并購的財力,但是也可以通過一系列操作進行頻繁并購。足夠有實力的壟斷型大公司雖然不需要并購別人,但為了更大的獲利,會操控更多的并購來獲益。如今資本市場可以看出,并購并不一定能促進企業發展,頻繁的并購相反可能作為公司操縱股價和公司財產的手段。ESG主要是從公司治理方面,構造井然有序的公司內部結構,權利能夠分立制衡,降低公司高管權利重疊的可能性,進一步減少權利濫用和操控并購事件。從社會責任視角分析,當社會監督力度足夠大,審計報告要求足夠嚴格時,同樣可以抑制并購亂象。商譽的形成主要來源就是并購,企業并購特征起到了很關鍵的作用,企業發展好自身的ESG信息披露,抑制資本市場亂并購現象。市場存在非常多的盲目并購,例如不惜花大規模并購資金進行并購,最后暴雷壓垮原有經營業務的現象比比皆是,當并購亂象得到抑制,超額商譽的形成也可以得到抑制。因此,本文提出以下研究假設:

假設2:企業并購特征在企業ESG信息披露與企業超額商譽之間存在中介效應。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

樣本經處理后最終整合為9550條數據,樣本年份區間為2010—2021年間,對象選取為所有A股上市公司,并對數據按1%進行縮尾處理,并將金融業、ST、PT等行業進行剔除,為了保障連續性和準確性,將年份不連續且數據缺失的樣本進行完全剔除。樣本數據來源于國泰安和Wind等數據庫。

2.2 變量設計與模型設定

2.2.1 被解釋變量

被解釋變量是參考魏志華等[14]使用的企業超額商譽,超額商譽用商譽期望模型的回歸殘差來度量,即以實際商譽與預期合理商譽之間的差額作為超額商譽的代理變量。具體而言,本文采用并購特征(是否現金支付、買方支出價值)、行業商譽水平(行業年度其他公司商譽的均值)、公司特征(公司規模、盈利能力、成長性、管理層持股比例、是否兩職合一)、行業與年度虛擬變量等一系列指標對公司商譽水平進行回歸,以回歸得到的殘差(實際商譽與預期合理商譽之間的差額)作為超額商譽的代理變量,公式如下:

GW_normi,t=β0+β1Cashpayi,t+β2EVi,t+β3Sizei,t+β4Roai,t+β5Growi,t+β6Msharei,t+β7Duali,t
+∑Year+∑Industry+εi,t

(1)

本文為了保證結果準確性,在上述得出超額商譽水平基礎上,借鑒DOUGLAS J.Skinner[15]的方法,采用另外兩種方法重新度量超額商譽。具體而言,第一種是得到經行業中位數調整的商譽(GW1),做法是將企業賬目商譽凈額用期末總資產進行標準化,得到標準化商譽,即等于企業標準化商譽減去當年行業內所有企業標準化商譽的中位數。該指標的測度既能消除公司規模對商譽的作用,同時考慮到標準化商譽的分布存在嚴重的右偏態勢,故以行業標準化商譽的中位數作為基準,又能夠反映企業相對于同行其他企業的商譽高估情況。

2.2.2 解釋變量

本文的解釋變量為ESG信息披露,由環境、社會、治理三項分評級平均得出,選取來自華證ESG報告,在此基礎上參考王波[16]的做法將九個等級(C、CC、CCC、B、BB、BBB、A、AA、AAA)分別為每個上市企業每年的ESG賦值1—9分,再取對數,處理成面板數據。

2.2.3 控制變量

根據以往的相關文獻,本文的控制變量為上市企業常用控制變量。比如企業規模(Size)、資產負債率(Lev)、總資產凈利潤率(ROA)、總資產周轉能力(ATO)、現金流比率(Cashflow)、營業收入增長率(Growth)、兩職合一(Dual)、時間效應(YEAR)、行業屬性(Industry)。

2.2.4 中介變量

本文的中介變量主要參考張雯等[17]的做法,將企業并購特征(M&A)作為中介變量,設置如下三個變量:首先是M&A1,表達為當年“是否并購”,并購取1,未并購取0。其次,M&A2是企業每年發生并購的次數。最后,M&A3是并購規模,是對并購金額取對數得來,數值越大,企業的并購規模越大。

2.2.5 變量匯總

將上文各變量匯總如下表1所示。

表1 研究變量

2.2.6 模型設定

本文設定雙向固定效應模型如下:

GW1i,t=β0+β1ESGi,t+β2Controlsi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(2)

M&Ai,t=β0+β1ESGi,t+β2Controlsi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(3)

GW1i,t=β0+β1ESGi,t+β2M&Ai,t+β3Controlsi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(4)

GW1為超額商譽,M&A為并購特征,ESG為企業ESG信息披露。下標i為企業的標識,下標t則表示各個年份,Controls則為控制變量合集,εi,t為隨機誤差項。

3 實證分析

3.1 描述性統計

從表2分析,解釋變量ESG最高值為2.197,最低值為0,均值為1.884。被解釋變量GW1最大值為0.433,最小值為-0.051,GW2的最大值為0.362,最小值為-0.12。中介變量M&A1最大值為1,最小值為0,均值為0.465,M&A2最大值為26,最小值為0,均值為0.999,M&A3最大值為22.52,最小值為0,均值為8.665。

表2 描述性統計

3.2 回歸分析

3.2.1 ESG信息披露對超額商譽

根據表3分析,列(1)至列(3)的ESG都在1%水平上對GW1起到顯著的抑制作用,說明企業ESG信息披露抑制超額商譽的形成。

表3 企業ESG信息披露分別對企業超額商譽和企業并購特征的結果分析

3.2.2 ESG信息披露對并購特征

根據表3分析,列(4)至列(6)的ESG都在1%水平上分別對M&A1、M&A2、M&A3呈負向顯著。說明企業ESG信息披露對并購特征有明顯的抑制作用。

3.2.3 企業并購特征對的中介效應

企業并購特征在企業ESG信息披露和企業超額商譽之間會起到什么作用呢?為此本文參考溫忠麟等(2004)[18]的中介效益程序,使用中介效益程序來檢驗并購特征是否起到中介作用。表4中列(1)到(6)展示了結果,研究發現,列(1)(3)和(5)的M&A1、M&A2、M&A3都在1%水平上對GW1都起到了正向促進作用,說明企業并購特征對超額商譽存在顯著的促進作用。同時列(2)、(4)、(6)的ESG都在1%水平上對GW1顯著抑制,M&A1、M&A2、M&A3都在1%水平上對GW1顯著促進作用,說明M&A1、M&A2、M&A3起到了部分中介效應。然后再看Sobel檢驗的Z值和P值,Z值分別為-5.865、-5.32和-6.335,P值都為0,都通過了Soble檢驗。即企業的并購特征具有中介效應。

表4 企業并購特征的中介效應

4 穩健性檢驗

4.1 替換被解釋變量

參考周京奎等(2019)[19],采用替換因變量法,使用經過行業均值調整的商譽(GW2),做法是用企業標準化商譽減去當年行業內所有企業標準化商譽的均值重新計算超額商譽。從表5進行分析,列(1)的ESG在1%水平上對GW2起到顯著的抑制作用,說明ESG信息披露對超額商譽起到抑制,這與前文結論一樣。列(2)和(3)結合分析,M&A1和ESG分別在1%水平上對GW2起到顯著的促進和抑制作用,說明M&A1具有中介作用。列(4)和(5)的M&A2和ESG分別在1%水平上對GW2起到促進和抑制作用。說明M&A2具有中介作用。列(6)和(7)的M&A3和ESG分別在1%水平上對GW2起到促進和抑制作用。說明M&A2具有中介作用。同時Sobel的Z值分別為-5.577、-5.229和-6.04,且P值接為0,通過了Sobel檢驗。因此,ESG對企業超額商譽有顯著的抑制作用,企業并購特征具有部分中介作用。

表5 穩健性檢驗結果分析

4.2 工具變量法

本文運用兩階段工具變量法進一步緩解內生性,參考相關ESG文獻,將股東大會次數(Meet)作為企業ESG信息披露的替代工具變量。表6列示了檢驗結果。列(2)Meet在1%水平上促進ESG,列(3)的ESG顯在1%水平上抑制GW1,說明企業ESG信息披露對超額商譽的形成具有抑制作用。

表6 內生性檢驗結果分析

4.3 異質性檢驗

4.3.1 企業生命周期

參考相關文獻,將企業生命周期分成五種。從表7分析出,除了列(1)和(5),其他列(2)、(3)和(4)三個階段的ESG對GW1起明顯的抑制作用,說明企業處于增長期、成熟期、淘汰期和衰退期的ESG信息披露對企業超額商譽都起到顯著的抑制作用。

表7 異質性檢驗

4.3.2 企業法治化水平

參考之前的文獻,將樣本根據法治化水平進行區分。從表7分析出,列(7)法治化水平低企業的ESG對GW1起不到明顯的作用。而列(6)法治化水平高企業的ESG在1%水平上對GW1起到顯著的抑制作用,說明高法治化水平的企業對超額商譽都起到了明顯的抑制作用。

4.4 調節效應檢驗

4.4.1 企業創新效率

本文的調節變量主要參考李井林(2014)[20]的做法,將企業創新效率(Innovation)作為調節變量,創新效率是每單位研發投入的專利申請數作為創新效率的綜合指標,發明專利、實用新型和外觀設計專利的總申請量加上1的自然對數,三種專利的權重按照3:2:1進行取值/ln(1+研發支出)計算得出。從表8分析,列(1)交互項Innovation*ESG對GW1在1%水平上起到顯著的抑制作用,說明提高企業創新效率可以促進ESG信息披露對超額商譽的抑制作用。

表8 調節效應檢驗

4.4.2 企業風險承擔水平

參考余明桂(2013)[21]文獻,本文主要用企業盈利的波動性衡量風險承擔水平作為調節變量。ROA為企業相應年度的息稅前利潤(EBIT)與當年末資產總額的比率,經過一系列取平均值和回歸得到最終的風險承擔水平(ADJ_ROA)。從表8分析,列(2)交互項ADJ_ROA*ESG對GW1在1%水平上起到顯著抑制作用,說明提高企業風險承擔水平可以促進ESG對超額商譽的抑制作用。

5 結論與啟示

上文得出結論:企業ESG信息披露對超額商譽起到明顯的制約作用;企業的并購特征在ESG和超額商譽中起到中介效應;處于增長期、成熟期、淘汰期和高法治化企業的ESG信息披露對超額商譽存在明顯的制約作用;創新效率和風險承擔水平在ESG信息披露抑制超額商譽的基礎上發揮調節作用。

啟示:首先,政府部門應積極推進我國ESG信息披露體系的發展,通過設置相應的目標和激勵措施來積極提高企業ESG信息披露質量,同時,還應積極應對ESG信息披露中遇到的困難。其次,并購特征是抑制企業超額商譽的重要路徑。因此,ESG信息披露抑制企業超額商譽的方向應以制約并購特征為目標,結合企業實際運營環境和特點,有針對性地發展ESG信息披露體系,以實現企業的高質量發展。再次,企業自身也應自覺提升自身獲取資源的能力和解決問題。投資者應緊跟ESG信息披露熱潮,挖掘ESG信息披露的信息,以在一定程度上規避投資風險。最后,監管部門應加強監管,完善相關法律法規,加強對投資者的教育與保護,以有效地防范公司超額商譽的風險;在監管和完善法規的過程中,監管部門還應積極引導生命周期不同、高法治化水平企業。